彭 暉，王奕淇

（西安交通大學(xué) 經(jīng)濟(jì)與金融學(xué)院，西安 710061）

0 引言

“民以食為天”，而食品又應(yīng)以其安全性為首要。在人類(lèi)發(fā)展的歷史上，由于食品的不安全性生命被奪去的事件實(shí)在太多，而近年來(lái)世界范圍內(nèi)的食品安全事件更是接二連三的發(fā)生，從美國(guó)的毒菠菜事件和日本的毒大米事件到中國(guó)的三聚氰胺和瘦肉精等食品安全問(wèn)題都不斷地威脅著人們的生命健康。食品安全問(wèn)題引起了各國(guó)的高度重視，近年來(lái)更是成為了各國(guó)關(guān)注的熱點(diǎn)問(wèn)題。本文在前人探討的基礎(chǔ)上，對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為進(jìn)行研究，主要是通過(guò)提出5個(gè)假設(shè)，研究對(duì)健康的飲食的重視程度、主觀知識(shí)、對(duì)食品信息來(lái)源的信心、食品安全的態(tài)度和食品本身的性質(zhì)這五個(gè)因素對(duì)食品安全行為的影響。本文的創(chuàng)新之處在于對(duì)通過(guò)問(wèn)卷所獲得的數(shù)據(jù)進(jìn)行主成分分析法，驗(yàn)證這五個(gè)因素對(duì)消費(fèi)者食品安全行為的影響。

1 模型的理論基礎(chǔ)與研究假設(shè)

1.1 對(duì)健康飲食的重視程度

人體在每天進(jìn)行新陳代謝的過(guò)程中，會(huì)產(chǎn)生許多“廢物”，而且由于受污染的空氣中存在著大量有毒有害的氣體和微粒，人們處在空氣之中這些氣體和微粒自然會(huì)被吸入。盡管人體自身具有一定的排毒能力，但當(dāng)體內(nèi)的“廢物”積攢速度超過(guò)機(jī)體解毒排毒功能的速度時(shí)，此時(shí)人們的健康就會(huì)受到影響。因此，人們?cè)谌粘Ｉ钪袑?duì)健康飲食的重視程度直接影響到自身的健康，同時(shí)，也直接影響著購(gòu)買(mǎi)安全食品的行為。本研究針對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為提出以下假設(shè)：

H1：消費(fèi)者對(duì)健康飲食的重視程度正向影響其食品安全行為

1.2 主觀知識(shí)

《博弈圣經(jīng)》將知識(shí)定義為：知識(shí)是指可以辨別萬(wàn)物的實(shí)體與性質(zhì)并確定是或不是的觀察和思考的過(guò)程。而在購(gòu)買(mǎi)食品時(shí)，主觀知識(shí)是指消費(fèi)者對(duì)了解該領(lǐng)域信息程度的自我評(píng)價(jià)。人們的主觀知識(shí)對(duì)行為的影響較大，因?yàn)楦咧饔^知識(shí)的消費(fèi)者比低主觀知識(shí)的消費(fèi)者更加關(guān)心所消費(fèi)的食品，進(jìn)而影響其食品安全行為。本研究針對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為提出以下假設(shè)：

H2：消費(fèi)者關(guān)于食品安全的主觀知識(shí)正向影響其食品安全行為

1.3 對(duì)食品信息來(lái)源的信心

消費(fèi)者對(duì)于食品相關(guān)消息的信心取決于其對(duì)獲取該消息來(lái)源的信任程度。若網(wǎng)上某人的博客中突然批判某食品不安全，消費(fèi)者不一定會(huì)相信其說(shuō)法并繼續(xù)購(gòu)買(mǎi)該食品，而若是某食品安全機(jī)構(gòu)公布消息認(rèn)為某種食品不利于人體健康，消費(fèi)者很可能會(huì)相信這個(gè)消息并進(jìn)而不再購(gòu)買(mǎi)該食品。由此可見(jiàn)，消費(fèi)者對(duì)食品信息來(lái)源的信心影響著其購(gòu)買(mǎi)食品的行為。本研究針對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為提出以下假設(shè)：

H3：消費(fèi)者對(duì)食品信息來(lái)源的信心正向影響其食品安全行為

1.4 對(duì)食品安全的態(tài)度

態(tài)度是人們基于自身的道德觀與價(jià)值觀對(duì)事物的進(jìn)行評(píng)價(jià)和表現(xiàn)出來(lái)的行為傾向。關(guān)于態(tài)度和行為的關(guān)系研究較多，但一直沒(méi)有確切的定論，其中較為著名的有：美國(guó)數(shù)學(xué)家蓋洛普證明了態(tài)度與行為表現(xiàn)是一致的；社會(huì)心理學(xué)家拉皮埃爾對(duì)態(tài)度和行為一致性的命題提出了嚴(yán)重的挑戰(zhàn)；氟因羅德提出三個(gè)原則：總的行為可以預(yù)測(cè)總的行為、具體態(tài)度可以預(yù)測(cè)具體行為、態(tài)度測(cè)量與行為的時(shí)間間隔越短，態(tài)度與行為的一致性越高[7]。在本研究針對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為提出以下假設(shè)：

H4：消費(fèi)者對(duì)食品安全的態(tài)度正向影響其食品安全行為

1.5 食品本身的性質(zhì)

食品自身有著很多的性質(zhì)，人們購(gòu)買(mǎi)食品時(shí)，會(huì)注意這些性質(zhì)。如，食品的價(jià)格，原產(chǎn)地，味道，品牌等，這些都會(huì)影響人們的食品安全行為。如果人們認(rèn)為其存在質(zhì)量不好，或是味道不佳，或是價(jià)格超過(guò)預(yù)期，或是食物過(guò)敏等問(wèn)題，將不會(huì)購(gòu)買(mǎi)該食品。因此，食品本身的性質(zhì)影響食品安全行為，本研究針對(duì)消費(fèi)者的食品安全行為提出以下假設(shè)：

H5：食品本身的性質(zhì)正向影響消費(fèi)者食品安全行為

2 消費(fèi)者食品安全行為影響因素分析

2.1 量表設(shè)計(jì)

有些學(xué)者對(duì)上世紀(jì)40年代以來(lái)對(duì)人們行為等變量用量表進(jìn)行測(cè)量的論文整理以后，發(fā)現(xiàn)有75%左右的論文都采用5點(diǎn)量表以測(cè)量行為等變量。將最近的相關(guān)論文加以整理后，發(fā)現(xiàn)運(yùn)用5點(diǎn)量表雖然也相對(duì)普遍，但對(duì)7點(diǎn)量表的使用更趨向于頻繁。在本研究中，5個(gè)變量均采用7點(diǎn)量表法，根據(jù)答卷人對(duì)題目的同意程度計(jì)分：“完全反對(duì)”=1，……，“完全贊成”=7。本研究的量表設(shè)計(jì)如表1所示。運(yùn)用SPSS17.0進(jìn)行主成分分析，分別對(duì)6個(gè)變量進(jìn)行分析。將健康的飲食設(shè)為A1，其主成分為F1；主觀知識(shí)設(shè)為B1，其主成分為F2；對(duì)食品來(lái)源的信心設(shè)為C1，其主成分為F3，F(xiàn)4，F(xiàn)5；食品安全的態(tài)度設(shè)為D1,其主成分為F6；食品本身的性質(zhì)設(shè)為E1，其主成分為F7，F(xiàn)8，F(xiàn)9；食品安全行為設(shè)為F，其主成分為F10，F(xiàn)11。

表1 觀測(cè)變量及其代碼表示

2.2 樣本采取和數(shù)據(jù)收集

為了研究消費(fèi)者食品安全行為的影響因素，本文通過(guò)發(fā)放調(diào)查問(wèn)卷收集數(shù)據(jù)。本次調(diào)查問(wèn)卷共發(fā)放300份，回收有效問(wèn)卷244份，將空白問(wèn)卷、選項(xiàng)全是一致的問(wèn)卷、不完整問(wèn)卷和明顯敷衍的問(wèn)卷視為無(wú)效問(wèn)卷，共21份，有效問(wèn)卷達(dá)81.33%。

2.3 消費(fèi)者影響因素實(shí)證分析

2.3.1 健康的飲食

（1）判斷因子分析可行性。

本文中，應(yīng)用SPSS軟件判斷因子分析的可行性，主要是通過(guò)對(duì)數(shù)據(jù)進(jìn)行KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)。KMO檢驗(yàn)是用于檢驗(yàn)統(tǒng)計(jì)量之間簡(jiǎn)單相關(guān)系數(shù)和偏相關(guān)系數(shù)的指標(biāo)。當(dāng)KMO值越趨近于1時(shí)，變量之間的相關(guān)性越強(qiáng)，且該值小于0.5時(shí)，說(shuō)明不適宜做因子分析。Bartlett's用于檢驗(yàn)相關(guān)矩陣中的各個(gè)變量是否獨(dú)立，Sig值越接近于0.000也好，此時(shí)拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量不獨(dú)立，當(dāng)該值大0.05時(shí)說(shuō)明不適合做因子分析。健康的飲食這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和球型Bartlett檢驗(yàn)的結(jié)果可知可以進(jìn)行因子分析。

KMO的值為0.732，Sig的值為0.000，說(shuō)明健康的飲食適宜做因子分析。

（2）構(gòu)造因子變量。通過(guò)將初始變量的特征值、特征向量以及相關(guān)系數(shù)舉證的計(jì)算得到各因載荷矩陣。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為2.352，%of Variance表示各成分所解釋的方差占總方差的百分比，第一個(gè)因子的貢獻(xiàn)率為78.407，Cumulative%表示自上而下各因子方差占總方差百分比的累計(jì)貢獻(xiàn)率。飲食的健康的第一個(gè)因子可以解釋3個(gè)初始變量78.407%的變異程度，初步得出保留1個(gè)因子可以概括大部分信息。

②因子載荷矩陣。

表2 因子載荷矩陣

可以根據(jù)表2因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

將成分矩陣的值除以各個(gè)主成分相應(yīng)的特征值的開(kāi)平方根以后得到每一個(gè)主成分的特征向量，然后將特征向量與標(biāo)準(zhǔn)化后的數(shù)據(jù)相乘得到F1，根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.2 主觀知識(shí)

（1）判斷因子分析可行性。

本文中，主觀知識(shí)這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)的結(jié)果如圖：KMO的值為0.808，說(shuō)明這些指標(biāo)符合進(jìn)行因子分析的基本要求。Bartlett球型檢驗(yàn)的Sig值為0.000，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量獨(dú)立，可進(jìn)行因子分析。

（2）構(gòu)造因子變量。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為3.014，該因子的主要貢獻(xiàn)率為75.343，第一個(gè)因子解釋了原始4個(gè)變量的75.343%的變異，初步得出保留1個(gè)因子可以概括大部分信息。

表3 因子載荷矩陣

②因子載荷矩陣。

可以根據(jù)表3因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.3 對(duì)食品來(lái)源的信心

（1）判斷因子分析可行性。

本文中，對(duì)食品來(lái)源的信心這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)。KMO的值為0.845，說(shuō)明這些指標(biāo)符合進(jìn)行因子分析的基本要求。Bartlett球型檢驗(yàn)的Sig值為0.000，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量獨(dú)立，可進(jìn)行因子分析。

（2）構(gòu)造因子變量。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為6.081，第二主成分的特征值為1.958，第三主成分的特征值為1.469。三個(gè)主要因子的貢獻(xiàn)率分別為：43.433、13.986、10.49。前三個(gè)因子解釋了原始14個(gè)變量的67.908%的變異，初步得出保留3個(gè)因子可以概括大部分信息。

②因子載荷矩陣。

可以根據(jù)表4因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

表4 因子載荷矩陣

根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.4 食品安全的態(tài)度

（1）判斷因子分析可行性。

本文中，食品安全的態(tài)度這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)，KMO的值為0.873，說(shuō)明這些指標(biāo)符合進(jìn)行因子分析的基本要求。Bartlett球型檢驗(yàn)的Sig值為0.000，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量獨(dú)立，可進(jìn)行因子分析。

智能倉(cāng)儲(chǔ)機(jī)器人的運(yùn)用對(duì)倉(cāng)儲(chǔ)配送物流效率提升的重要性及意義。智能設(shè)備的運(yùn)用就能極大地提高作業(yè)效率和準(zhǔn)確性，幫助公司贏得市場(chǎng)和客戶(hù)的信賴(lài)。物流市場(chǎng)的不斷發(fā)展和技術(shù)的不斷進(jìn)步，機(jī)器人必然會(huì)得到廣泛的運(yùn)用。在各種物流作業(yè)中機(jī)器人技術(shù)的應(yīng)用范圍和規(guī)模都將不斷加劇，機(jī)器人的發(fā)展將會(huì)隨著競(jìng)爭(zhēng)和需求而不斷進(jìn)步，對(duì)各個(gè)物流公司的發(fā)展有著深遠(yuǎn)的影響。

（2）構(gòu)造因子變量。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為4.878，該因子的主要貢獻(xiàn)率為54.195，第一個(gè)因子解釋了原始9個(gè)變量的54.195%的變異，初步得出保留1個(gè)因子可以概括大部分信息。

表5 因子載荷矩陣

②因子載荷矩陣

可以根據(jù)表5因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.5 食品本身的性質(zhì)

（1）判斷因子分析可行性。

本文中，食品本身的性質(zhì)這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)，KMO的值為0.759，說(shuō)明這些指標(biāo)符合進(jìn)行因子分析的基本要求。Bartlett球型檢驗(yàn)的Sig值為0.000，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量獨(dú)立，可進(jìn)行因子分析。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為3.518，第二主成分的特征值為1.797，第三主成分的特征值為1.242。三個(gè)主要因子的貢獻(xiàn)率分別為：29.314、14.975、10.348。前三個(gè)因子解釋了原始12個(gè)變量的54.637%的變異，初步得出保留3個(gè)因子可以概括大部分信息。

表6 因子載荷矩陣

②因子載荷矩陣。

可以根據(jù)表6因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.6 食品安全行為

（1）判斷因子分析可行性。本文中，食品安全行為這個(gè)因素經(jīng)過(guò)KMO檢驗(yàn)和Bartlett球型檢驗(yàn)，KMO的值為0.617，說(shuō)明這些指標(biāo)符合進(jìn)行因子分析的基本要求。Bartlett球型檢驗(yàn)的Sig值為0.000，拒絕原假設(shè)，說(shuō)明各個(gè)變量獨(dú)立，可進(jìn)行因子分析。

（2）構(gòu)造因子變量。

①特征值和貢獻(xiàn)值。

因子分析初始解對(duì)原始變量的總方差分解描述：第一主成分的特征值為2.107，第二主成分的特征值為1.484。這兩個(gè)主要因子的貢獻(xiàn)率分別為：42.149、29.670。前兩個(gè)因子解釋了原始5個(gè)變量的71.82%的變異，初步得出保留2個(gè)因子可以概括大部分信息。

②因子載荷矩陣

表7 因子載荷矩陣

可以根據(jù)表7因子載荷矩陣計(jì)算出如下的因子分析模型：

根據(jù)各主成分對(duì)應(yīng)的貢獻(xiàn)率作為權(quán)重可得出主成分綜合模型的表達(dá)式，即：

2.3.7 回歸結(jié)果

將模型設(shè)立為 F=c+a1×A1+a2×B1+a3×C1+a4×D1+a5×E1,從EViews回歸分析結(jié)果可知，R2為0.736，說(shuō)明模型對(duì)數(shù)據(jù)程度較好，根據(jù)t檢驗(yàn)可知，健康的飲食、主觀知識(shí)、食品信息來(lái)源、食品安全的態(tài)度和食品自身的性質(zhì)對(duì)消費(fèi)者食品安全行為的影響是顯著的，接受假設(shè)H1～H5。且由檢驗(yàn)結(jié)果可知，模型中不存在多重共線(xiàn)性，而其DW的值為1.95，說(shuō)明該模型不存在自相關(guān)。該模型為：

F=0.19+0.16A1+0.14B1+0.37C1+0.32D1+0.15E1

3 結(jié)論

通過(guò)以上實(shí)證分析可知，接受假設(shè)H1～H5，認(rèn)為健康的飲食，主觀知識(shí)，食品信息來(lái)源，食品安全態(tài)度和食品自身的性質(zhì)是影響食品安全行為的5個(gè)主要因素。從對(duì)各變量的描述性統(tǒng)計(jì)結(jié)果可知，大部分消費(fèi)者都認(rèn)為自己的食品安全知識(shí)掌握不足，且對(duì)食品信息來(lái)源的信任也較為薄弱，而食品的性質(zhì)與健康的飲食對(duì)他們而言是重要的，且態(tài)度是積極的。但在五種因素的交互影響下，消費(fèi)者食品安全行為情況是讓人擔(dān)心的，人們除了較為注意產(chǎn)品的生產(chǎn)日期和保質(zhì)期外，在購(gòu)買(mǎi)食品時(shí)很少考慮食品安全問(wèn)題，食品安全的行為表現(xiàn)不是很好。

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